1. Задание

Взять дневные или недельные цены акций 5-7 компаний за период 2015-2021 годы включительно. Из них 2 компании должны быть те, кто имеет привилегированные акции.

Построить одномерные модели временных рядов, оценить волатильность.

Построить модель векторной авторегрессии для этих акций, проверить каждое уравнение VAR модели на структурный сдвиг в период начала пандемии (в США - 24 февраля) и в момент выхода новости о создании вакцины (в США - 4 ноября).

Выяснить, наблюдается ли коинтеграция между рассматриваемыми акциями? Продемонстрировать, как коинтеграция влияет на прогноз.

Для расчета ожидаемой доходности финансовых инструментов использовать модель CAPM.

2. Введение

Для данного исследования мы выбрали акции следующих компаний:

Наши данные

Мы взяли дневные данные с 05.01.2015 по 30.12.2021 (исключая выходные на бирже). Так они выглядят в исходнои виде:

head(data, 5)
tail(data, 5)

3. Проверка данных на сезонность

time = data$date
time = as.Date(time, "%m/%d/%y")

plot(time, data$TATN_p)

plot(time, data$SNGS_p)

plot(time, data$ALRS)

plot(time, data$SIBN)

plot(time, data$NLMK)

plot(time, data$KMAZ)

plot(time, data$AFLT)

На графиках сезонность не наблюдается, что ожидаемо, так как цены на акции меняются стихийно, вследствие прочих внешних факторов.

4. Проверка данных на стационарность

Критическое значение для проверки на 1% уровне значимости = -3.43

4.1. TATN_p

#Pacf(data$TATN_p) #lags = 1
stTANT = ur.df(data$TATN_p, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
stTANT@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -1.556173 1.577026

Значение t статистики -1.556173 > -3.43.

4.2. SNGS_p

#Pacf(data$SNGS_p) #lags = 1
stSNGS = ur.df(data$SNGS_p, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
stSNGS@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -2.913332 4.291275

Значение t статистики -2.913332 > -3.43.

4.3. ALRS

#Pacf(data$ALRS) #lags = 1
stALRS = ur.df(data$ALRS, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
stALRS@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -1.520594 1.532856

Значение t статистики -1.520594 > -3.43.

4.4. SIBN

#Pacf(data$SIBN) #lags = 1
stSIBN = ur.df(data$SIBN, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
stSIBN@teststat
##                   tau2     phi1
## statistic -0.001731526 1.700032

Значение t статистики -0.001731526 > -3.43.

NLMK

#Pacf(data$NLMK) #lags = 1
stNLMK = ur.df(data$NLMK, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
stNLMK@teststat
##                 tau2     phi1
## statistic -0.9758007 1.515227

Значение t статистики -0.9758007 > -3.43.

4.5. KMAZ

#Pacf(data$KMAZ) #lags = 1
stKMAZ = ur.df(data$KMAZ, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
stKMAZ@teststat
##                 tau2     phi1
## statistic -0.9685645 1.289144

Значение t статистики -0.9685645 > -3.43.

4.6. AFLT

#Pacf(data$AFLT) #lags = 1
stAFLT = ur.df(data$AFLT, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
stAFLT@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -1.397104 1.014872

Значение t статистики -1.397104 > -3.43.

4.7. Вывод:

Гипотеза о нестационарности рядов не отклоняется => ряды нестационарны, применяем тест Энгла-Гренджера на коинтеграцию для начальных данных, а для построения ARMA-модели будем использовать разности.

5. Проверка первых разностей на стационарность

5.1. Расчет первых разностей

d1TATN = diff(data$TATN_p, differences=1)
d1SNGS = diff(data$SNGS_p, differences=1)
d1ALRS = diff(data$ALRS, differences=1)
d1SIBN = diff(data$SIBN, differences=1)
d1NLMK = diff(data$NLMK, differences=1)
d1KMAZ = diff(data$KMAZ, differences=1)
d1AFLT = diff(data$AFLT, differences=1)

5.2. d1TATN

#Pacf(d1TATN) #lags = 2
std1TATN = ur.df(d1TATN, type="drift", lags = 2, selectlags = "Fixed")
std1TATN@teststat
##                tau2   phi1
## statistic -21.80503 237.73

Значение t статистики -21.80503 < -3.43.

5.3. d1SNGS

#Pacf(d1SNGS) #lags = 7
std1SNGS = ur.df(d1SNGS, type="drift", lags = 7, selectlags = "Fixed")
std1SNGS@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -14.47239 104.7288

Значение t статистики -14.47239 < -3.43.

5.4. d1ALRS

#Pacf(d1ALRS) #lags = 27
std1ALRS = ur.df(d1ALRS, type="drift", lags = 27, selectlags = "Fixed")
std1ALRS@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -7.792801 30.36435

Значение t статистики -7.792801 < -3.43.

5.5. d1SIBN

#Pacf(d1SIBN) #lags = 1
std1SIBN = ur.df(d1SIBN, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
std1SIBN@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -28.52974 406.9731

Значение t статистики -28.52974 < -3.43.

5.6. d1NLMK

#Pacf(d1NLMK) #lags = 7
std1NLMK = ur.df(d1NLMK, type="drift", lags = 7, selectlags = "Fixed")
std1NLMK@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -13.70413 93.90189

Значение t статистики -13.70413 < -3.43.

5.7. d1KMAZ

#Pacf(d1KMAZ) #lags = 2
std1KMAZ = ur.df(d1KMAZ, type="drift", lags = 2, selectlags = "Fixed")
std1KMAZ@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -26.38805 348.1647

Значение t статистики -26.38805 < -3.43.

5.8. d1AFLT

#Pacf(d1AFLT) #lags = 1
std1AFLT = ur.df(d1AFLT, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
std1AFLT@teststat
##                tau2     phi1
## statistic -28.56271 407.9146

Значение t статистики -28.56271 < -3.43.

5.9. Вывод:

Гипотеза о нестационарности отклоняется на 1% уровне => разности стационарны, можно строить ARMA модель на первых разностях.

6. ARMA model и проверка на автокорреляцию

lag = ln(1765) = 7

Параметры ARMA(p, k) выбирались на основе сравнения BIC и AIC нескольких моделей ARMA.

6.1. d1TATN

#eacf(d1TATN) # (p, k) = (0,2)
ARMAmodelTANT = Arima(data$TATN_p, c(0,1,2), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))

#Acf(residuals(ARMAmodelTANT)) # автокорреляция на графике
Box.test(residuals(ARMAmodelTANT), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 2) # тест на автокорреляцию
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelTANT)
## X-squared = 7.0018, df = 5, p-value = 0.2205
shapiro.test(residuals(ARMAmodelTANT)) # проверка на нормальное распределение 
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelTANT)
## W = 0.83457, p-value < 2.2e-16

6.2. d1SNGS

ARMAmodelSNGS = Arima(data$SNGS_p, c(0,1,1), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  

Acf(residuals(ARMAmodelSNGS))

Box.test(residuals(ARMAmodelSNGS), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelSNGS)
## X-squared = 9.002, df = 6, p-value = 0.1735
shapiro.test(residuals(ARMAmodelSNGS)) 
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelSNGS)
## W = 0.81328, p-value < 2.2e-16

6.3. d1ALRS

ARMAmodelALRS = Arima(data$ALRS, c(0,1,1), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  

Acf(residuals(ARMAmodelALRS))

Box.test(residuals(ARMAmodelALRS), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelALRS)
## X-squared = 3.8173, df = 6, p-value = 0.7014
shapiro.test(residuals(ARMAmodelALRS)) 
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelALRS)
## W = 0.97255, p-value < 2.2e-16

6.4. d1SIBN

ARMAmodelSIBN = Arima(data$SIBN, c(0,1,4), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  

Acf(residuals(ARMAmodelSIBN))

Box.test(residuals(ARMAmodelSIBN), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 4)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelSIBN)
## X-squared = 2.6499, df = 3, p-value = 0.4488
shapiro.test(residuals(ARMAmodelSIBN)) 
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelSIBN)
## W = 0.86721, p-value < 2.2e-16

6.5. d1NLMK

ARMAmodelNLMK = Arima(data$NLMK, c(0,1,1), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  

Acf(residuals(ARMAmodelNLMK))

Box.test(residuals(ARMAmodelNLMK), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelNLMK)
## X-squared = 6.3029, df = 6, p-value = 0.3901
shapiro.test(residuals(ARMAmodelNLMK)) 
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelNLMK)
## W = 0.96844, p-value < 2.2e-16

6.6. d1KMAZ

ARMAmodelKMAZ = Arima(data$KMAZ, c(0,1,4), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  

Acf(residuals(ARMAmodelKMAZ))

Box.test(residuals(ARMAmodelKMAZ), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 4)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelKMAZ)
## X-squared = 2.3316, df = 3, p-value = 0.5065
shapiro.test(residuals(ARMAmodelKMAZ)) 
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelKMAZ)
## W = 0.6537, p-value < 2.2e-16

6.7. d1AFLT

ARMAmodelAFLT = Arima(data$AFLT, c(0,1,1), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  

Acf(residuals(ARMAmodelAFLT))

Box.test(residuals(ARMAmodelAFLT), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelAFLT)
## X-squared = 6.212, df = 6, p-value = 0.3999
shapiro.test(residuals(ARMAmodelAFLT)) 
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelAFLT)
## W = 0.89919, p-value < 2.2e-16

6.8. Вывод:

Box-Ljung test: p-value > 0.05 - автокорреляция остатков отсутствует на уровне значимости 5%, на графиках можно увидеть аналогичный результат.

Shapiro-Wilk normality test: p-value < 2.2e-16 - гипотеза о нормальном распределении отвергается.

7. Проверка данных на волатильность через GARCH

Параметры и тип модели GARCH выбирались опытным путем через сравнение моделей по показателям LogLikelihood и Information Criteria.

При расчетах используется первая разность.

Также каждая модель проверяется на автокорреляцию стандатизированных остатков и остатков в квадрате с помощью Box-Ljung теста.

7.1. d1TATN

spec_TATN = ugarchspec(variance.model = list(model = 'sGARCH', garchOrder = c(1, 1)), 
                   mean.model = list(armaOrder = c(0, 2), include.mean = TRUE), distribution.model = "norm")
garch.TATN = ugarchfit(spec_TATN, d1TATN)

Box.test(residuals(garch.TATN, standardize="TRUE"), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 2)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.TATN, standardize = "TRUE")
## X-squared = 4.9887, df = 5, p-value = 0.4173
Box.test(residuals(garch.TATN, standardize="TRUE")^2, lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 2)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.TATN, standardize = "TRUE")^2
## X-squared = 5.668, df = 5, p-value = 0.3399

7.2. d1SNGS

spec_SNGS = ugarchspec(variance.model = list(model = 'sGARCH',garchOrder = c(1, 1)), 
                   mean.model = list(armaOrder = c(0, 1), include.mean = TRUE), distribution.model = "std")
garch.SNGS = ugarchfit(spec_SNGS, d1SNGS)

Box.test(residuals(garch.SNGS, standardize="TRUE"), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.SNGS, standardize = "TRUE")
## X-squared = 3.561, df = 6, p-value = 0.7358
Box.test(residuals(garch.SNGS, standardize="TRUE")^2, lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.SNGS, standardize = "TRUE")^2
## X-squared = 0.84517, df = 6, p-value = 0.9908

7.3. d1ALRS

spec_ALRS = ugarchspec(variance.model = list(model = 'sGARCH',garchOrder = c(1, 1)), 
                   mean.model = list(armaOrder = c(0, 1), include.mean = TRUE), distribution.model = "norm")
garch.ALRS = ugarchfit(spec_ALRS, d1ALRS)

Box.test(residuals(garch.ALRS, standardize="TRUE"), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.ALRS, standardize = "TRUE")
## X-squared = 6.9212, df = 6, p-value = 0.3282
Box.test(residuals(garch.ALRS, standardize="TRUE")^2, lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.ALRS, standardize = "TRUE")^2
## X-squared = 7.4364, df = 6, p-value = 0.2824

7.4. d1SIBN

spec_SIBN = ugarchspec(variance.model = list(model = 'sGARCH',garchOrder = c(1, 3)), 
                   mean.model = list(armaOrder = c(0, 4), include.mean = TRUE), distribution.model = "std")
garch.SIBN = ugarchfit(spec_SIBN, d1SIBN)

Box.test(residuals(garch.SIBN, standardize="TRUE"), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 4)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.SIBN, standardize = "TRUE")
## X-squared = 5.5013, df = 3, p-value = 0.1386
Box.test(residuals(garch.SIBN, standardize="TRUE")^2, lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 4)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.SIBN, standardize = "TRUE")^2
## X-squared = 4.5245, df = 3, p-value = 0.2101

7.5. d1NLMK

spec_NLMK = ugarchspec(variance.model = list(model = 'sGARCH',garchOrder = c(1, 1)), 
                   mean.model = list(armaOrder = c(0, 1), include.mean = TRUE), distribution.model = "std")
garch.NLMK = ugarchfit(spec_NLMK, d1NLMK)

Box.test(residuals(garch.NLMK, standardize="TRUE"), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.NLMK, standardize = "TRUE")
## X-squared = 3.7148, df = 6, p-value = 0.7152
Box.test(residuals(garch.NLMK, standardize="TRUE")^2, lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.NLMK, standardize = "TRUE")^2
## X-squared = 6.6174, df = 6, p-value = 0.3577

7.6. d1KMAZ

spec_KMAZ = ugarchspec(variance.model = list(model = 'sGARCH',garchOrder = c(1, 3)), 
                   mean.model = list(armaOrder = c(0, 4), include.mean = TRUE), distribution.model = "std")
garch.KMAZ = ugarchfit(spec_KMAZ, d1KMAZ)

Box.test(residuals(garch.KMAZ, standardize="TRUE"), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 4)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.KMAZ, standardize = "TRUE")
## X-squared = 13.125, df = 3, p-value = 0.004373
Box.test(residuals(garch.KMAZ, standardize="TRUE")^2, lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 4)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.KMAZ, standardize = "TRUE")^2
## X-squared = 0.52356, df = 3, p-value = 0.9137

7.7. d1AFLT

spec_AFLT = ugarchspec(variance.model = list(model = 'sGARCH',garchOrder = c(1, 3)), 
                   mean.model = list(armaOrder = c(0, 1), include.mean = TRUE), distribution.model = "std")
garch.AFLT = ugarchfit(spec_AFLT, d1AFLT)

Box.test(residuals(garch.AFLT, standardize="TRUE"), lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.AFLT, standardize = "TRUE")
## X-squared = 11.503, df = 6, p-value = 0.07403
Box.test(residuals(garch.AFLT, standardize="TRUE")^2, lag = 7, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 1)
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(garch.AFLT, standardize = "TRUE")^2
## X-squared = 2.0451, df = 6, p-value = 0.9155

7.8. Вывод:

Во всех случаях в стандатизированных остатках в квадрате отсутсвует автокорреляция, что является признаком хорошей модели.

8. Тест Энгла-Гренджера на парную коинтеграцию

На коинтеграцию в тесте Энгла-Гренджера проверяются все нестационарные данные. В нашем случае - все начальные ряды.

Критическое значение на уровне 5% без тренда = -3.34, на уровне 1% без тренда = -3.90. Данные коинтегриваны при значении t-статистики < критического.

8.1. TATN_p

coint_TATN_SNGS = lm(data$TATN_p ~ data$SNGS_p)
coint_TATN_ALRS = lm(data$TATN_p ~ data$ALRS)
coint_TATN_SIBN = lm(data$TATN_p ~ data$SIBN)
coint_TATN_NLMK = lm(data$TATN_p ~ data$NLMK)
coint_TATN_KMAZ = lm(data$TATN_p ~ data$KMAZ)
coint_TATN_AFLT = lm(data$TATN_p ~ data$AFLT)

ur.df(coint_TATN_SNGS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.5013 1.4453
ur.df(coint_TATN_ALRS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.446 1.1099
ur.df(coint_TATN_SIBN$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: 0.2291 0.4253
ur.df(coint_TATN_NLMK$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.4745 1.0874
ur.df(coint_TATN_KMAZ$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.3097 0.9066
ur.df(coint_TATN_AFLT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.4967 1.4806

С TATN_p коинтеграции нет.

8.2. SNGS_p

coint_SNGS_TANT = lm(data$SNGS_p ~ data$TATN_p)
coint_SNGS_ALRS = lm(data$SNGS_p ~ data$ALRS)
coint_SNGS_SIBN = lm(data$SNGS_p ~ data$SIBN)
coint_SNGS_NLMK = lm(data$SNGS_p ~ data$NLMK)
coint_SNGS_KMAZ = lm(data$SNGS_p ~ data$KMAZ)
coint_SNGS_AFLT = lm(data$SNGS_p ~ data$AFLT)

ur.df(coint_SNGS_TANT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.8917 4.2211
ur.df(coint_SNGS_ALRS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.895 4.23
ur.df(coint_SNGS_SIBN$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.8964 4.2235
ur.df(coint_SNGS_NLMK$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.897 4.2225
ur.df(coint_SNGS_KMAZ$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.9049 4.2601
ur.df(coint_SNGS_AFLT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -5.4669 15.0145

С SNGS_p коинтегрированна только переменная AFLT.

8.3. ALRS

coint_ALRS_TANT = lm(data$ALRS ~ data$TATN_p)
coint_ALRS_SNGS = lm(data$ALRS ~ data$SNGS_p)
coint_ALRS_SIBN = lm(data$ALRS ~ data$SIBN)
coint_ALRS_NLMK = lm(data$ALRS ~ data$NLMK)
coint_ALRS_KMAZ = lm(data$ALRS ~ data$KMAZ)
coint_ALRS_AFLT = lm(data$ALRS ~ data$AFLT)

ur.df(coint_ALRS_TANT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.4831 1.3459
ur.df(coint_ALRS_SNGS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.4893 1.4717
ur.df(coint_ALRS_SIBN$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.2661 2.59
ur.df(coint_ALRS_NLMK$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.7277 3.7439
ur.df(coint_ALRS_KMAZ$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed") 
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -3.0689 4.7165
ur.df(coint_ALRS_AFLT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.3729 1.3105

С ALRS коинтеграции нет.

8.4. SIBN

coint_SIBN_TANT = lm(data$SIBN ~ data$TATN_p)
coint_SIBN_SNGS = lm(data$SIBN ~ data$SNGS_p)
coint_SIBN_ALRS = lm(data$SIBN ~ data$ALRS)
coint_SIBN_NLMK = lm(data$SIBN ~ data$NLMK)
coint_SIBN_KMAZ = lm(data$SIBN ~ data$KMAZ)
coint_SIBN_AFLT = lm(data$SIBN ~ data$AFLT)

ur.df(coint_SIBN_TANT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: 1.1736 1.5028
ur.df(coint_SIBN_SNGS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: 0.0343 1.5387
ur.df(coint_SIBN_ALRS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.4087 1.2166
ur.df(coint_SIBN_NLMK$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.3987 1.157
ur.df(coint_SIBN_KMAZ$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.9036 4.2163
ur.df(coint_SIBN_AFLT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -0.0155 1.6982

С SIBN коинтеграции нет.

8.5. NLMK

coint_NLMK_TANT = lm(data$NLMK ~ data$TATN_p)
coint_NLMK_SNGS = lm(data$NLMK ~ data$SNGS_p)
coint_NLMK_ALRS = lm(data$NLMK ~ data$ALRS)
coint_NLMK_SIBN = lm(data$NLMK ~ data$SIBN)
coint_NLMK_KMAZ = lm(data$NLMK ~ data$KMAZ)
coint_NLMK_AFLT = lm(data$NLMK ~ data$AFLT)

ur.df(coint_NLMK_TANT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.0397 0.8438
ur.df(coint_NLMK_SNGS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -0.9367 1.2336
ur.df(coint_NLMK_ALRS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.471 3.0671
ur.df(coint_NLMK_SIBN$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.9031 1.8112
ur.df(coint_NLMK_KMAZ$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.4753 3.0933
ur.df(coint_NLMK_AFLT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -0.9753 1.5147

С NLMK коинтеграции нет.

8.6. KMAZ

coint_KMAZ_TANT = lm(data$KMAZ ~ data$TATN_p)
coint_KMAZ_SNGS = lm(data$KMAZ ~ data$SNGS_p)
coint_KMAZ_ALRS = lm(data$KMAZ ~ data$ALRS)
coint_KMAZ_SIBN = lm(data$KMAZ ~ data$SIBN)
coint_KMAZ_NLMK = lm(data$KMAZ ~ data$NLMK)
coint_KMAZ_AFLT = lm(data$KMAZ ~ data$AFLT)

ur.df(coint_KMAZ_TANT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.0175 1.0046
ur.df(coint_KMAZ_SNGS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -0.9542 1.2625
ur.df(coint_KMAZ_ALRS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.7516 3.9455
ur.df(coint_KMAZ_SIBN$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -3.1226 4.9635
ur.df(coint_KMAZ_NLMK$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -2.416 3.1114
ur.df(coint_KMAZ_AFLT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -0.8838 1.2057

С KMAZ коинтеграции нет.

8.7. AFLT

coint_AFLT_TANT = lm(data$AFLT ~ data$TATN_p)
coint_AFLT_SNGS = lm(data$AFLT ~ data$SNGS_p)
coint_AFLT_ALRS = lm(data$AFLT ~ data$ALRS)
coint_AFLT_SIBN = lm(data$AFLT ~ data$SIBN)
coint_AFLT_NLMK = lm(data$AFLT ~ data$NLMK)
coint_AFLT_KMAZ = lm(data$AFLT ~ data$KMAZ)

ur.df(coint_AFLT_TANT$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.3352 0.9198
ur.df(coint_AFLT_SNGS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -4.8218 11.7055
ur.df(coint_AFLT_ALRS$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.1566 0.6728
ur.df(coint_AFLT_SIBN$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.4083 1.0331
ur.df(coint_AFLT_NLMK$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.3966 1.0141
ur.df(coint_AFLT_KMAZ$residuals, type="drift", lags = 1, selectlags = "Fixed")
## 
## ############################################################### 
## # Augmented Dickey-Fuller Test Unit Root / Cointegration Test # 
## ############################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: -1.2597 0.8071

С AFLT коинтегрированна только переменная SNGS_p.

8.8. Вывод:

Из всех данных коинтегрированными на 1% уровне является только пара SNGS_p и AFLT. Данную коинтеграцию можно использовать в качестве основной модели для построения совместного прогноза.

Для остальных переменных - переходить на первую разность и строить вектор авторегрессионной модели.

9. Тест Johansen на коинтеграцию всех данных

Проверим все акции на коинтеграцию:

df_all = data %>% dplyr::select(-date)
coint_jo_all = ca.jo(df_all, ecdet = "const", type = "eigen", K=2, spec = "transitory", season = NULL)
coint_jo_all
## 
## ##################################################### 
## # Johansen-Procedure Unit Root / Cointegration Test # 
## ##################################################### 
## 
## The value of the test statistic is: 2.7395 3.8481 8.4134 24.8913 30.5814 34.892 43.147

На уровне r = 0: 43.15 < 51.91 => нулевая гипотеза (коинтеграция между 7 переменными отсутствует) не отвергается, то есть коинтеграции между выбранными нами акциями не неблюдается.

Таким образом, для совместного прогноза берем разности по всем данным и строим VAR model.

10. Анализ кросс-корреляции между переменными, причинность по Грэнджеру

Целевая переменная - TATN_p.

10.1. TATN & SNGS

ccf(d1TATN, d1SNGS, lag.max = 20, type = c("correlation"), plot = TRUE) 

grangertest(d1SNGS, d1TATN, order = 1)

p-value = 0.4858 => влияния нет

10.2. TATN & ALRS

ccf(d1TATN, d1ALRS, lag.max = 35, type = c("correlation"), plot = TRUE)

grangertest(d1ALRS, d1TATN, order = 31)

p-value = 0.3605 => влияния нет

10.3. TATN & SIBN

ccf(d1TATN, d1SIBN, lag.max = 30, type = c("correlation"), plot = TRUE)

grangertest(d1SIBN, d1TATN, order = 29)

p-value = 2.718e-06 => влияние есть

10.4. TATN & NLMK

ccf(d1TATN, d1NLMK, lag.max = 25, type = c("correlation"), plot = TRUE)

grangertest(d1NLMK, d1TATN, order = 19)

p-value = 0.009423 => влияние есть

10.5. TATN & KMAZ

ccf(d1TATN, d1KMAZ, lag.max = 30, type = c("correlation"), plot = TRUE)

grangertest(d1KMAZ, d1TATN, order = 25)

p-value = 0.005577 => влияние есть

10.6. TATN & AFLT

ccf(d1TATN, d1AFLT, lag.max = 30, type = c("correlation"), plot = TRUE)

grangertest(d1AFLT, d1TATN, order = 22)

p-value = 0.05897 => влияние есть

10.7. Вывод:

Наиболее сильное влияние имеют SIBN, KMAZ, NLMK и AFLT.

11. VAR-модель

Целевая переменная анализа - привилегированные акции компании ПАО “Татнефть”.

11.1. Модель с 2-мя переменными: SIBN cause TATN

df = data.frame(d1TATN, d1SIBN)
VARselect(df, lag.max = 23, type = 'const')$selection
## AIC(n)  HQ(n)  SC(n) FPE(n) 
##     10      2      1     10
var = VAR(df, p = 10, type = 'const')
Hosking(var, lags=1.5*var$p)
##  lags statistic df   p-value
##    15  20.99677 20 0.3973226
LiMcLeod(var, lags=1.5*var$p)
##  lags statistic df   p-value
##    15  21.11511 20 0.3903855

Авто- и кросс-корреляции нет

11.1.1. Модель без ограничений (в сравнении с ARMA)

n = length(coef(ARMAmodelTANT))-1
x = var$p-n+1
rss = sum(ARMAmodelTANT$residuals[x:length(residuals(ARMAmodelTANT))]^2)
n1 = var$varresult$d1TATN$rank-1
ess = sum(var$varresult$d1TATN$residuals^2)

Fstat = ((rss-ess)/(n1-n))/(ess/(length(d1TATN)-2*n1-1))
Fstat
## [1] 4.565615
qf(0.99, df1=n1-n, df2=length(d1TATN)-2*n1-1)
## [1] 1.944196
pf(Fstat, n1-n, length(d1TATN)-2*n1-1, lower.tail=F)
## [1] 6.587105e-10

p-value = 6.587105e-10 => VAR(2) model превосходит ARMA model.

11.1.2. Модель с ограничениями (в сравнении с ARMA)

resvar = restrict(var, method = c("ser"), thresh = 0.8)
n1 = resvar$varresult$d1TATN$rank-1
if(n1<n+1){n1=n+1}
ess = sum(resvar$varresult$d1TATN$residuals^2)

Fstat = ((rss-ess)/(n1-n))/(ess/(length(d1TATN)-2*n1-1))
Fstat
## [1] 7.328169
qf(0.99, df1=n1-n, df2=length(d1TATN)-2*n1-1)
## [1] 2.257918
pf(Fstat, n1-n, length(d1TATN)-n-n1-1, lower.tail=F)
## [1] 2.29406e-12
Hosking(resvar, lags=1.5*var$p)
##  lags statistic df  p-value
##    15  25.81503 20 0.172008
LiMcLeod(resvar, lags=1.5*var$p)
##  lags statistic df   p-value
##    15   25.9219 20 0.1684068

F-критерий увеличился, при этом модель все еще лучше ARMA и не имеет авто- и кросс-корреляции остатков => превосходит модель без ограничений.

11.2. Модель с 3-мя переменными: SIBN, KMAZ cause TATN

df = data.frame(d1TATN, d1SIBN, d1KMAZ)
VARselect(df, lag.max = 21, type = 'const')$selection
## AIC(n)  HQ(n)  SC(n) FPE(n) 
##     10      2      1     10
var = VAR(df, p = 10, type = 'const')
Hosking(var, lags=1.3*var$p)
##  lags statistic df   p-value
##    13  26.19231 27 0.5079481
LiMcLeod(var, lags=1.3*var$p)
##  lags statistic df   p-value
##    13  26.48937 27 0.4915874

Авто- и кросс-корреляции нет

11.2.1. Модель без ограничений (в сравнении с ARMA)

n = length(coef(ARMAmodelTANT))-1
x = var$p-n+1
rss = sum(ARMAmodelTANT$residuals[x:length(residuals(ARMAmodelTANT))]^2)
n1 = var$varresult$d1TATN$rank-1
ess = sum(var$varresult$d1TATN$residuals^2)

Fstat = ((rss-ess)/(n1-n))/(ess/(length(d1TATN)-2*n1-1))
Fstat
## [1] 3.456849
qf(0.99, df1=n1-n, df2=length(d1TATN)-2*n1-1)
## [1] 1.735509
pf(Fstat, n1-n, length(d1TATN)-2*n1-1, lower.tail=F)
## [1] 3.398337e-09

p-value = 3.398337e-09 => VAR(3) model превосходит ARMA model.

11.2.2. Модель с ограничениями (в сравнении с ARMA)

resvar = restrict(var, method = c("ser"), thresh = 0.7)
n1 = resvar$varresult$d1TATN$rank-1
if(n1<n+1){n1=n+1}
ess = sum(resvar$varresult$d1TATN$residuals^2)

Fstat = ((rss-ess)/(n1-n))/(ess/(length(d1TATN)-2*n1-1))
Fstat
## [1] 5.069553
qf(0.99, df1=n1-n, df2=length(d1TATN)-2*n1-1)
## [1] 1.915418
pf(Fstat, n1-n, length(d1TATN)-n-n1-1, lower.tail=F)
## [1] 5.914694e-12
Hosking(resvar, lags=1.3*var$p)
##  lags statistic df   p-value
##    13  34.46076 27 0.1530583
LiMcLeod(resvar, lags=1.3*var$p)
##  lags statistic df  p-value
##    13  34.73685 27 0.145658

F-критерий увеличился, при этом модель все еще лучше ARMA и не имеет авто- и кросс-корреляции остатков => превосходит модель без ограничений.

11.2.3. Сравнение модели с 2-мя и 3-мя переменными

#модель с 2-мя переменными
df = data.frame(d1TATN, d1SIBN)
var = VAR(df, p = 10, type = 'const')
resvar = restrict(var, method = c("ser"), thresh = 0.8)
n = resvar$varresult$d1TATN$rank-1
x = 10-10+1
rss = sum(resvar$varresult$d1TATN$residuals[x:length(resvar$varresult$d1TATN$residuals)]^2)

#модель с 3-мя переменными
df = data.frame(d1TATN, d1SIBN, d1KMAZ)
var = VAR(df, p = 10, type = 'const')
resvar = restrict(var, method = c("ser"), thresh = 0.7)
n1 = resvar$varresult$d1TATN$rank-1
ess = sum(resvar$varresult$d1TATN$residuals^2)

Fstat = ((rss-ess)/(n1-n))/(ess/(length(d1TATN)-2*n1-1))
Fstat
## [1] 1.965555
qf(0.99, df1=n1-n, df2=length(d1TATN)-2*n1-1)
## [1] 2.52158
pf(Fstat, n1-n, length(d1TATN)-2*n1-1, lower.tail=F)
## [1] 0.04719159

F-критерий уменьшился, однако значение p-value на 5% уровне значимости говорит о том, что модель с тремя переменными корректна и лучше для объяснения d1TATN, чем с двумя.

11.3. Модель с 4-мя переменными: SIBN, KMAZ, NLMK cause TATN

df = data.frame(d1TATN, d1SIBN, d1KMAZ, d1NLMK)
VARselect(df, lag.max = 24, type = 'const')$selection
## AIC(n)  HQ(n)  SC(n) FPE(n) 
##      8      1      1      8
var = VAR(df, p = 8, type = 'const')
Hosking(var, lags=1.2*var$p)
##  lags statistic   df   p-value
##   9.6  29.88831 25.6 0.2543419
LiMcLeod(var, lags=1.2*var$p)
##  lags statistic   df   p-value
##   9.6  30.20763 25.6 0.2416713

Авто- и кросс-корреляции нет

11.3.1. Модель без ограничений (в сравнении с ARMA)

n = length(coef(ARMAmodelTANT))-1
x = var$p-n+1
rss = sum(ARMAmodelTANT$residuals[x:length(residuals(ARMAmodelTANT))]^2)
n1 = var$varresult$d1TATN$rank-1
ess = sum(var$varresult$d1TATN$residuals^2)

Fstat = ((rss-ess)/(n1-n))/(ess/(length(d1TATN)-2*n1-1))
Fstat
## [1] 3.148388
qf(0.99, df1=n1-n, df2=length(d1TATN)-2*n1-1)
## [1] 1.707842
pf(Fstat, n1-n, length(d1TATN)-2*n1-1, lower.tail=F)
## [1] 2.569228e-08

p-value = 2.569228e-08 => VAR(4) model превосходит ARMA model.

11.3.2. Модель с ограничениями (в сравнении с ARMA)

resvar = restrict(var, method = c("ser"), thresh = 0.6)
n1 = resvar$varresult$d1TATN$rank-1
if(n1<n+1){n1=n+1}
ess = sum(resvar$varresult$d1TATN$residuals^2)

Fstat = ((rss-ess)/(n1-n))/(ess/(length(d1TATN)-2*n1-1))
Fstat
## [1] 4.512438
qf(0.99, df1=n1-n, df2=length(d1TATN)-2*n1-1)
## [1] 1.864688
pf(Fstat, n1-n, length(d1TATN)-n-n1-1, lower.tail=F)
## [1] 5.348773e-11
Hosking(resvar, lags=1.2*var$p)
##  lags statistic   df   p-value
##   9.6  34.52153 25.6 0.1118634
LiMcLeod(resvar, lags=1.2*var$p)
##  lags statistic   df   p-value
##   9.6   34.8303 25.6 0.1052958

F-критерий увеличился, при этом модель все еще лучше ARMA и не имеет авто- и кросс-корреляции остатков => превосходит модель без ограничений.

11.3.3. Сравнение модели с 3-мя и 4-мя переменными

#модель с 3-мя переменными
df = data.frame(d1TATN, d1SIBN, d1KMAZ)
var = VAR(df, p = 10, type = 'const')
resvar = restrict(var, method = c("ser"), thresh = 0.7)
n = resvar$varresult$d1TATN$rank-1
x = 10-8+1
rss = sum(resvar$varresult$d1TATN$residuals[x:length(resvar$varresult$d1TATN$residuals)]^2)

#модель с 4-мя переменными
df = data.frame(d1TATN, d1SIBN, d1KMAZ, d1NLMK)
var = VAR(df, p = 8, type = 'const')
resvar = restrict(var, method = c("ser"), thresh = 0.6)
n1 = resvar$varresult$d1TATN$rank-1
ess = sum(resvar$varresult$d1TATN$residuals^2)

Fstat = ((rss-ess)/(n1-n))/(ess/(length(d1TATN)-2*n1-1))
Fstat
## [1] -1.447424
qf(0.99, df1=n1-n, df2=length(d1TATN)-2*n1-1)
## [1] 4.617544
pf(Fstat, n1-n, length(d1TATN)-2*n1-1, lower.tail=F)
## [1] 1

Модель с 4-мя переменными хуже, чем модель с 3-мя переменными для объяснения d1TATN.

11.4. Итог:

Конечная модель - VAR model с 3-мя переменными с ограничениями.

df_var = data.frame(d1TATN, d1SIBN, d1KMAZ)
var = VAR(df_var, p = 10, type = 'const')
resvar = restrict(var, method = c("ser"), thresh = 0.7)

12. Структурные сдвиги на VAR модели

Нас интересуют конкретные разрывы в 2020 году, а именно 31 января 2020 года - появились первые зараженные коронавирусом в России и 11 августа 2020 - регистрация в России первой в мире вакции от COVID-19. Поэтому рассмотрим разрывы на промежутке всего 2020 года.

Для новых “кусков” данных нам понадобятся новые модели ARMA для проверки структурных сдвигов. ln(250) = 5

Мы проводим Sup-F тест для поиска структурных разрывов, а также тест Bai Perron - для множественных разрывов.

12.1. d1TATN

d1TATN_sdvig = df_var$d1TATN[1261:1510] 
ARMAmodelTATN_sdvig = Arima(d1TATN_sdvig, c(2,0,1), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  
Box.test(residuals(ARMAmodelTATN_sdvig), lag = 5, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 3) 
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelTATN_sdvig)
## X-squared = 0.10832, df = 2, p-value = 0.9473

Автокорреляции нет - модель годная.

d1TATN_sdvig = d1TATN_sdvig[1:length(d1TATN_sdvig)]
d1TATN_sdvig_l1 = c(0,d1TATN_sdvig[1:length(d1TATN_sdvig)-1])
d1TATN_sdvig_l2 = c(0,0,d1TATN_sdvig[2:length(d1TATN_sdvig)-2])

stat_TATN = Fstats(d1TATN_sdvig ~ d1TATN_sdvig_l1 + d1TATN_sdvig_l2, from = 0.1, to = NULL)
plot(stat_TATN, alpha = 0.01)
lines(breakpoints(stat_TATN))

a_TATN = breakpoints(stat_TATN)
a_TATN$breakpoints
## [1] 44
sctest(stat_TATN, type = "supF")
## 
##  supF test
## 
## data:  stat_TATN
## sup.F = 14.172, p-value = 0.05631
data$date[1261+44]
## [1] "2020-03-10"

Структурный разрыв есть на 10% уровне - 10 марта 2020 года.

12.2. d1SIBN

d1SIBN_sdvig = df_var$d1SIBN[1261:1510] 
ARMAmodelSIBN_sdvig = Arima(d1SIBN_sdvig, c(1,0,1), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  
Box.test(residuals(ARMAmodelSIBN_sdvig), lag = 5, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 2) 
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelSIBN_sdvig)
## X-squared = 2.3194, df = 3, p-value = 0.5088

Автокорреляции нет - модель годная.

d1SIBN_sdvig = d1SIBN_sdvig[1:length(d1SIBN_sdvig)]
d1SIBN_sdvig_l1 = c(0,d1SIBN_sdvig[1:length(d1SIBN_sdvig)-1])

stat_SIBN = Fstats(d1SIBN_sdvig ~ d1SIBN_sdvig_l1, from = 0.1, to = NULL)
plot(stat_SIBN, alpha = 0.01)
lines(breakpoints(stat_SIBN))

a_SIBN = breakpoints(stat_SIBN)
a_SIBN$breakpoints
## [1] 50
sctest(stat_SIBN, type = "supF")
## 
##  supF test
## 
## data:  stat_SIBN
## sup.F = 11.721, p-value = 0.05807
data$date[1261+50]
## [1] "2020-03-18"

Присутствует сдвиг на 10% уровне - 18 марта 2020 года.

12.3. d1KMAZ

d1KMAZ_sdvig = df_var$d1KMAZ[1261:1510] 
ARMAmodelKMAZ_sdvig = Arima(d1KMAZ_sdvig, c(2,0,2), include.constant=TRUE, method = c("CSS-ML"))  
Box.test(residuals(ARMAmodelKMAZ_sdvig), lag = 5, type = c("Ljung-Box"), fitdf = 4) 
## 
##  Box-Ljung test
## 
## data:  residuals(ARMAmodelKMAZ_sdvig)
## X-squared = 2.6541, df = 1, p-value = 0.1033

Автокорреляции нет - модель годная.

d1KMAZ_sdvig = d1KMAZ_sdvig[1:length(d1KMAZ_sdvig)]
d1KMAZ_sdvig_l1 = c(0,d1KMAZ_sdvig[1:length(d1KMAZ_sdvig)-1])
d1KMAZ_sdvig_l2 = c(0,0,d1KMAZ_sdvig[2:length(d1KMAZ_sdvig)-2])

stat_KMAZ = Fstats(d1KMAZ_sdvig ~ d1KMAZ_sdvig_l1 + d1KMAZ_sdvig_l2, from = 0.1, to = NULL)
plot(stat_KMAZ, alpha = 0.01)
lines(breakpoints(stat_KMAZ))

a_KMAZ = breakpoints(stat_KMAZ)
a_KMAZ$breakpoints
## [1] 50
sctest(stat_KMAZ, type = "supF")
## 
##  supF test
## 
## data:  stat_KMAZ
## sup.F = 13.726, p-value = 0.06689
data$date[1261+50]
## [1] "2020-03-18"

Присутствует сдвиг на 10% уровне - 18 марта 2020 года.

12.4. Вывод:

На 10% уровне значимости наблюдаются стуктурные разрывы в марте (10 и 18 числа). Тогда начали вступать в силу первые серьезные ограничения из-за COVID-19, а заболеваемость в стране стремительно поднималась вверх.

14. Прогнозы

Для сравнения моделей мы построили несколько разных прогнозов на год:

14.1. Прогнозы на основе модели ARMA

Прогноз на основе модели ARMA дает представление о колебании будущих цен на акции. Мы можем видеть, что цены везде идут вверх, но сильно медленнее поднимаются у акций Сургутнефтигаза и Аэрофлота.

forecast_TATN = forecast(ARMAmodelTANT, h=365)
plot(forecast_TATN)

forecast_SNGS = forecast(ARMAmodelSNGS, h=365)
plot(forecast_SNGS)

forecast_ALRS = forecast(ARMAmodelALRS, h=365)
plot(forecast_ALRS)

forecast_SIBN = forecast(ARMAmodelSIBN, h=365)
plot(forecast_SIBN)

forecast_NLMK = forecast(ARMAmodelNLMK, h=365)
plot(forecast_NLMK)

forecast_KMAZ = forecast(ARMAmodelKMAZ, h=365)
plot(forecast_KMAZ)

forecast_AFLT = forecast(ARMAmodelAFLT, h=365)
plot(forecast_AFLT)

14.2. Прогнозы на основе модели simple GARCH

Что касается прогноза на основе simple GARCH, он показывает прогноз именно изменения цен на акции. В целом, можно сказать, что прогнозы двух моделей дополняют друг друга.

prognoz_TATN = ugarchforecast(garch.TATN, n.ahead = 365)
sigmaforecast_TATN = c(garch.TATN@fit$sigma, sigma(prognoz_TATN))
plot(sigmaforecast_TATN, type = 'l')

prognoz_SNGS = ugarchforecast(garch.SNGS, n.ahead = 365)
sigmaforecast_SNGS = c(garch.SNGS@fit$sigma, sigma(prognoz_SNGS))
plot(sigmaforecast_SNGS, type = 'l')

prognoz_ALRS = ugarchforecast(garch.ALRS, n.ahead = 365)
sigmaforecast_ALRS = c(garch.ALRS@fit$sigma, sigma(prognoz_ALRS))
plot(sigmaforecast_ALRS, type = 'l')

prognoz_SIBN = ugarchforecast(garch.SIBN, n.ahead = 365)
sigmaforecast_SIBN = c(garch.SIBN@fit$sigma, sigma(prognoz_SIBN))
plot(sigmaforecast_SIBN, type = 'l')

prognoz_NLMK = ugarchforecast(garch.NLMK, n.ahead = 365)
sigmaforecast_NLMK = c(garch.NLMK@fit$sigma, sigma(prognoz_NLMK))
plot(sigmaforecast_NLMK, type = 'l')

prognoz_KMAZ = ugarchforecast(garch.KMAZ, n.ahead = 365)
sigmaforecast_KMAZ = c(garch.KMAZ@fit$sigma, sigma(prognoz_KMAZ))
plot(sigmaforecast_KMAZ, type = 'l')

prognoz_AFLT = ugarchforecast(garch.AFLT, n.ahead = 365)
sigmaforecast_AFLT = c(garch.AFLT@fit$sigma, sigma(prognoz_AFLT))
plot(sigmaforecast_AFLT, type = 'l')

14.3. Прогноз VAR модели

Прогноз по VAR модели показывает прогноз целевой переменной – цен акций компании Татнефть - на основе предыдущих данных цен акций Газпром нефти и Камаз - влияющих на нее переменных.

На остатках:

df_var = data.frame(d1TATN, d1SIBN, d1KMAZ)
#VARselect(df_var, lag.max = 20, type = "const")
VAR_final = VAR(df_var, p = 10, type = "const")

prognoz_var = predict(VAR_final, n.ahead = 365)
plot(prognoz_var, nc = 1)

Прогноз основных данных:

Price_forARMA = c(data$TATN_p, forecast_TATN$mean)
Price_forARMA = Price_forARMA[1000:2130]
Price_upARMA = c(data$TATN_p, forecast_TATN$upper[,2])
Price_upARMA = Price_upARMA[1000:2130]
Price_lowARMA = c(data$TATN_p,forecast_TATN$lower[,2])
Price_lowARMA = Price_lowARMA[1000:2130]

plot(TATN_for, type = "l")
lines(TATN_up)
lines(TATN_low)

lines(Price_forARMA, col='red')
lines(Price_upARMA, col='red')
lines(Price_lowARMA, col='red')

Красная линия - прогноз по модели ARMA для цен на акции компании Татнефть.

Черная линия - прогноз на основе VAR(3) модели

На графике видно, что VAR прогноз немного ниже, чем арма, так как основано на днных трех переменных, а не одной, целевой.

13. Ожидаемая доходность портфеля

Ожидаемая доходность: Ri = Rf + β(Rm−Rf)

Бета-коэффициенты: TATN_p = 1, SNGS_p = 0.99, ALRS = 0.93, SIBN = 0.86, NLMK = 0.27, KMAZ = 0.81, AFLT = 1.12

Мы считаем реальную доходность акций через процент изменения от дня ко дню, а доходность по модели CAPM – по формуле через линейную регрессию.

tatn = read_excel("stocks.xlsx", sheet = "TATN_p") %>% dplyr::select("Дата", "Изм. %") %>% 
  rename("date" = "Дата", "TATN_return" = "Изм. %") 
sngs = read_excel("stocks.xlsx", sheet = "SNGS_p") %>% dplyr::select("Дата", "Изм. %") %>% 
  rename("date" = "Дата", "SNGS_return" = "Изм. %") 
alrs = read_excel("stocks.xlsx", sheet = "ALRS") %>% dplyr::select("Дата", "Изм. %") %>% 
  rename("date" = "Дата", "ALRS_return" = "Изм. %") 
sibn = read_excel("stocks.xlsx", sheet = "SIBN") %>% dplyr::select("Дата", "Изм. %") %>% 
  rename("date" = "Дата", "SIBN_return" = "Изм. %") 
nlmk = read_excel("stocks.xlsx", sheet = "NLMK") %>% dplyr::select("Дата", "Изм. %") %>% 
  rename("date" = "Дата", "NLMK_return" = "Изм. %")  
kmaz = read_excel("stocks.xlsx", sheet = "KMAZ") %>% dplyr::select("Дата", "Изм. %") %>% 
  rename("date" = "Дата", "KMAZ_return" = "Изм. %")
aflt = read_excel("stocks.xlsx", sheet = "AFLT") %>% dplyr::select("Дата", "Изм. %") %>% 
  rename("date" = "Дата", "AFLT_return" = "Изм. %")

imoex = read_excel("IMOEX.xlsx") %>% dplyr::select("Дата", "Изм. %") %>% 
  rename("date" = "Дата", "R_m" = "Изм. %") 
imoex$date = ymd(imoex$date)
imoex$R_m = as.numeric(imoex$R_m)
bonds = read_excel("annual_bonds.xlsx") %>% dplyr::select("Дата", "Цена") %>% 
  rename("date" = "Дата", "R_f" = "Цена") 
bonds$date = ymd(bonds$date)

capm = data %>% dplyr::select(date) %>% left_join(tatn, by = "date") %>% left_join(sngs, by = "date") %>%
  left_join(alrs, by = "date") %>% left_join(sibn, by = "date") %>% left_join(nlmk, by = "date") %>% 
  left_join(kmaz, by = "date") %>%left_join(aflt, by = "date") %>% 
  left_join(bonds, by = "date") %>% left_join(imoex, by = "date")

capm$TATN_return = capm$TATN_return/100
capm$SNGS_return = capm$SNGS_return/100
capm$ALRS_return = capm$ALRS_return/100
capm$SIBN_return = capm$SIBN_return/100
capm$NLMK_return = capm$NLMK_return/100
capm$KMAZ_return = capm$KMAZ_return/100
capm$AFLT_return = capm$AFLT_return/100
capm$R_m = capm$R_m/100
capm$R_f = capm$R_f/100

capm = capm %>% mutate(risk_premium = R_m - R_f)

capm = capm %>% mutate(TATN_rp = 1 * risk_premium, SNGS_rp = 0.99 * risk_premium, 
                       ALRS_rp = 0.93 * risk_premium, SIBN_rp = 0.86 * risk_premium, 
                       NLMK_rp = 0.27 * risk_premium, KMAZ_rp = 0.81 * risk_premium,
                       AFLT_rp = 1.12 * risk_premium)

# считаем ожидаемую доходность 
TATN_fit = lm(TATN_return ~ R_f + TATN_rp, data = capm)
SNGS_fit = lm(SNGS_return ~ R_f + SNGS_rp, data = capm)
ALRS_fit = lm(ALRS_return ~ R_f + ALRS_rp, data = capm)
SIBN_fit = lm(SIBN_return ~ R_f + SIBN_rp, data = capm)
NLMK_fit = lm(NLMK_return ~ R_f + NLMK_rp, data = capm)
KMAZ_fit = lm(KMAZ_return ~ R_f + KMAZ_rp, data = capm)
AFLT_fit = lm(AFLT_return ~ R_f + AFLT_rp, data = capm)

TATN_predict = predict.lm(TATN_fit)
SNGS_predict = predict.lm(SNGS_fit)
ALRS_predict = predict.lm(ALRS_fit)
SIBN_predict = predict.lm(SIBN_fit)
NLMK_predict = predict.lm(NLMK_fit)
KMAZ_predict = predict.lm(KMAZ_fit)
AFLT_predict = predict.lm(AFLT_fit)

capm$TATN_predict = TATN_predict
capm$SNGS_predict = SNGS_predict
capm$ALRS_predict = ALRS_predict
capm$SIBN_predict = SIBN_predict
capm$NLMK_predict = NLMK_predict
capm$KMAZ_predict = KMAZ_predict
capm$AFLT_predict = AFLT_predict

13.1. Графики доходности

Красная линия - реальная доходность Синия линия - доходность по модели CAPM

date_d = c(1:1765)
capm = capm %>% mutate(date_d = date_d) %>% filter(date_d > 1399)
capm$date = ymd(capm$date)

ggplot(capm) +
  geom_line(aes(x = date, y = TATN_return), color = "red") +
  geom_line(aes(x = date, y = TATN_predict), color = "blue") +
  ggtitle('График доходности по модели CAPM и реальной доходности \n Татнефть') +
  xlab('Дата') +
  ylab('Доходность') +
  theme_bw()

ggplot(capm) +
  geom_line(aes(x = date, y = SNGS_return), color = "red") +
  geom_line(aes(x = date, y = SNGS_predict), color = "blue") +
  ggtitle('График доходности по модели CAPM и реальной доходности \n Сургутнефтегаз') +
  xlab('Дата') + 
  ylab('Доходность') +
  theme_bw()

ggplot(capm) +
  geom_line(aes(x = date, y = ALRS_return), color = "red") +
  geom_line(aes(x = date, y = ALRS_predict), color = "blue") +
  ggtitle('График доходности по модели CAPM и реальной доходности \n Алроса') +
  xlab('Дата') +
  ylab('Доходность') +
  theme_bw()

ggplot(capm) +
  geom_line(aes(x = date, y = NLMK_return), color = "red") +
  geom_line(aes(x = date, y = NLMK_predict), color = "blue") +
  ggtitle('График доходности по модели CAPM и реальной доходности \n Газпром нефть') +
  xlab('Дата') +
  ylab('Доходность') +
  theme_bw()

ggplot(capm) +
  geom_line(aes(x = date, y = KMAZ_return), color = "red") +
  geom_line(aes(x = date, y = KMAZ_predict), color = "blue") +
  ggtitle('График доходности по модели CAPM и реальной доходности \n Новолипецкий металлургический завод') +
  xlab('Дата') +
  ylab('Доходность') +
  theme_bw()

ggplot(capm) +
  geom_line(aes(x = date, y = AFLT_return), color = "red") +
  geom_line(aes(x = date, y = AFLT_predict), color = "blue") +
  ggtitle('График доходности по модели CAPM и реальной доходности \n Камаз') +
  xlab('Дата') +
  ylab('Доходность') +
  theme_bw()

ggplot(capm) +
  geom_line(aes(x = date, y = SIBN_return), color = "red") +
  geom_line(aes(x = date, y = SIBN_predict), color = "blue") +
  ggtitle('График доходности по модели CAPM и реальной доходности \n Аэрофлот') +
  xlab('Дата') +
  ylab('Доходность') +
  theme_bw()

Таким образом, мы построили графики сравнения реальной доходности и доходности, прогнозируемой моделью. В целом, можно увидеть, что модель довольно четко описывает реальную доходность, имея лишь меньше выбросов.